Dissertação de Mestrado em Psicologia Clínica
Área de Especialização em Terapias Cognitivo-Comportamentais
ESTUDO DAS PROPRIEDADES
PSICOMÉTRICAS DA BATERIA DE
AVALIAÇÃO FRONTAL NUMA AMOSTRA
DA POPULAÇÃO PORTUGUESA COM
ESCLEROSE MÚLTIPLA
Estudo das Propriedades Psicométricas da Bateria de Avaliação
Frontal numa Amostra da População Portuguesa com Esclerose
Múltipla
SANDRA ISABEL FERREIRA DAS NEVES HENRIQUES
Dissertação Apresentada ao ISMT para Obtenção do Grau de Mestre em Psicologia Clínica Ramo de Especialização em Terapias Cognitivo-Comportamentais
Orientadora: Professora Doutora Helena Espírito Santo, Professora Auxiliar, ISMT
Agradecimentos
À Professora Doutora Helena Espírito-Santo! Obrigada pela partilha do seu conhecimento sábio, pelo apoio incondicional, por ter estado sempre do meu lado e, principalmente, por ter contribuído para que ganhasse asas para voar!
Ao meu marido! Por ter permitido que o sonho acontecesse. Obrigada pela oportunidade, pelo apoio e pela motivação, obrigada por teres acreditado em mim mas, sobretudo, obrigada pelo amor.
Ao meu filho! Obrigada por teres cedido muito do tempo que deveria ter sido teu! Irás ver que valeu a pena.
À Beatriz, à Cláudia e à Vanessa, por me terem acompanhado nos bons e nos maus momentos, juntas tivemos forças para superar as adversidades que sozinhas não seriamos capazes!
À Professora Doutora Teresa Carvalho, ao Professor Doutor Luís Cunha, à Professora Doutora Fernanda Daniel e à Dr.ª Cristiana Duarte, obrigada pelo apoio.
Obrigada a todos os profissionais da Sociedade Portuguesa de Esclerose Múltipla que de alguma forma colaboraram connosco neste projeto.
Um obrigado especial para os utentes da SPEM e para todas as pessoas que participaram neste estudo! Sem elas estas páginas não existiriam.
Obrigada à minha irmã Mónica e ao meu afilhado Rafael. A vocês peço desculpa por ter estado “ausente” durante cinco anos! Estou quase “de volta”.
Para terminar, as últimas linhas, e também as mais especiais, vão para os meus avós! Sem vocês eu não seria quem sou. Obrigada pela educação, pelos ensinamentos e pelos valores. A ela, a quem ainda posso agradecer pessoalmente, um até já! A ele, a quem já não posso abraçar, que continue a ser o meu anjo da guarda. Obrigada por me terem dedicado a vida. A vocês eu dedico estas páginas!
A Esclerose Múltipla (EM) provoca um comprometimento das funções executivas que é por vezes subdiagnosticado devido à falta de instrumentos de aplicação breve e simples. Sendo a avaliação neuropsicológica destes doentes crucial para o correto encaminhamento terapêutico, torna-se pertinente criar e validar instrumentos adequados.
Objetivo: Pretendeu-se estudar as propriedades psicométricas da Bateria de Avaliação Frontal
(FAB) numa amostra portuguesa de doentes com EM.
Método: A subamostra clínica (SAC) compôs-se por 68 doentes com EM e a subamostra
não-clínica (SANC) por 81 indivíduos da população geral, sem doenças neurológicas diagnosticadas. A avaliação neuropsicológica foi feita através da FAB, Teste Stroop Torga (TST), Montreal Cognitive Assessment (MoCA-E), Teste de Fluências Verbais Fonéticas (TFVF) e Figura Complexa de Rey (FCR). Vinte e nove sujeitos da SAC foram reavaliados com um intervalo de tempo entre quatro a oito semanas.
Resultados: Na SAC, a consistência interna revelou-se baixa (a de Cronbach= 0,64), com correlações moderadas em quatro subescalas. A validade temporal foi moderada (r = 0,36) e estatisticamente com tendência à significância (p < 0,058), com correlações entre moderadas e altas em quatro subescalas. A validade convergente apresentou uma correlação alta com o MoCA-E (r = 0,58; p < 0,001) e com o TFVF (r = 0,63; p < 0,001) e uma correlação moderada com o TST (r entre 34 e 35; p < 0,01). A precisão diagnóstica revelou um valor de AUC de 0,74 ( p < 0,01), com uma sensibilidade de 71,5%, uma especificidade de 75,0% e um ponto de corte de 15,5 para detetar disfunção executiva em doentes com EM. A FAB e as subescalas da Fluência Lexical e das Séries Motoras de Luria diferenciaram as subamostras de forma estatisticamente significativa (p < 0,05; g: 0,33-0,48). Verificou-se dependência da escolaridade em ambas as subamostras (SAC: F = 5,46; p < 0,001. SANC: F = 7,75; p < 0,001).
Conclusão: A FAB é uma bateria válida para avaliar as funções do lobo frontal em doentes
com EM. Recomenda-se a replicação deste estudo em amostras mais representativas.
Palavras-chave: Funções Executivas, Disfunção Executiva, Esclerose Múltipla, Validação,
Multiple sclerosis (MS) causes impairment of executive functions that is sometimes underdiagnosed due to the lack of short-lived and straightforward instruments. Since the neuropsychological assessment of these patients is crucial for the correct therapeutic referral, it is pertinent to create and validate appropriate instruments.
Purpose: The aim was to study the psychometric properties of the Frontal Assessment Battery
(FAB) in a sample of Portuguese MS patients.
Method: The clinical subsample (SAC) comprised 68 patients with MS, and the non-clinical
subsample (SANC) comprised 81 individuals from the general population with no diagnosed neurological diseases. The neuropsychological assessment consisted of the FAB, Stroop Torga Test (TST), Montreal Cognitive Assessment (MoCA-E), Phonetic Verbal Fluency Test (TFVF), and Rey Complex Figure (FCR). Twenty-nine SAC subjects were reevaluated within four to eight weeks.
Results: In SAC, FAB's internal consistency was low (Cronbach's a = 0,64), with moderate correlations in four subscales. Temporal validity was moderate (r = 0,36) and with a tendency to statistically significant (p < 0,058), with correlations between moderate and high in four subscales. Convergent validity showed a high correlation with MoCA-E (r = 0,58; p < 0,001) and TFVF (r = 0,63; p < 0,001), and a moderate correlation with TST (r between 34 and 35; p < 0,01). Diagnostic accuracy revealed an AUC value of 0,74 (p < 0,01), with a sensitivity of 71,5%, a specificity of 75,0%, and a cutoff point of 15,5 to detect executive dysfunction in MS patients. The FAB and the Lexical Fluency and Luria Motor Series subscales significantly differentiated the subsamples (p < 0,05; g: 0,33-0,48). FAB scores varied by education in both subsamples (SAC: F = 5,46; p < 0,001. SANC: F = 7,75; p < 0,001).
Conclusion: FAB is a valid battery for assessing frontal lobe functions in MS patients.
Replication of this study in more representative samples is recommended.
Keyword: Executive Functions, Executive Dysfunction, Multiple Sclerosis, Validation,
Introdução
Por funções executivas (FE) entende-se os processos cognitivos superiores que estão envolvidos na realização intencional das tarefas do dia-a-dia de qualquer indivíduo, permitindo-lhe independência e funcionalidade (Luria, 1973). As FE interagem entre si e coordenam-se com as funções cognitivas para assegurarem capacidades tais como a adaptação ao meio, a regulação do pensamento e de comportamentos orientados para objetivos e a tomada de decisão (Lezak, 1997; Luria, 1973). Alguns estudos apontam o controlo inibitório, a memória de trabalho e a flexibilidade mental como sendo as três FE centrais (Levin et al., 1991; Miyake, Friedman, Emerson, Witzki, & Howerter, 2000; Miyake & Friedman, 2012). No entanto, a velocidade de processamento de informação (VPI), a conceptualização, a resolução de problemas e o planeamento também se enquadram no domínio das FE (Levin, 1991).
A principal estrutura cerebral responsável pelas FE é o lobo frontal, nomeadamente o córtex pré-frontal (Fuster, 1997). No entanto, sabe-se que outras áreas estão envolvidas, tais como o tronco cerebral, os lobos occipital, temporal e parietal, as regiões límbicas e as subcorticais (Stuss & Benson, 1984). Assim sendo, compete à área pré-frontal coordenar as FE, mas aquela área depende da integridade de todo o cérebro para o desempenho eficaz das referidas funções (Anderson, Northam, Hendy, & Wrenall, 2001). Quando alguma alteração patológica interfere com essa área perturbando as conexões, surge a disfunção executiva (DE) (Alexander & Stuss, 2000). Essa disfunção provoca perturbações a nível cognitivo, comportamental e emocional (Baddeley, 1986; Godefroy et al., 2010). A DE pode surgir em associação com inúmeras doenças neurológicas e psiquiátricas, tais como o acidente vascular cerebral (AVC) (Espírito-Santo, Garcia, Monteiro, Carolino, & Daniel, 2016), o traumatismo craniano (Caeyenberghs et al., 2014), a esquizofrenia (Evans, Chua, McKenna, & Wilson, 1997), a depressão (Austin, Mitchell, & Goodwin, 2001) e a demência do lobo frontal (Benke, Karner, & Delazer, 2013). No entanto, o envelhecimento normal pode também fazer-se acompanhar dessa disfunção (Benke et al., 2013; Iavarone et al., 2011).
A DE pode surgir ainda em consequência de outras doenças neurodegenerativas (Barulli et al., 2015), de entre as quais a Esclerose Múltipla (EM) (Amato, Zipoli, & Portaccio, 2008). A EM é uma doença crónica, progressiva e desmielinizante do sistema nervoso central que pode conduzir a dificuldades de ordem física, emocional, cognitiva e social (Jougleux-Vie et al., 2014; Keegan & Noseworthy, 2002). Esta é uma doença autoimune que afeta maioritariamente adultos jovens com maior incidência no sexo feminino. O diagnóstico normalmente é feito entre os 30 e os 40 anos de idade (Keegan & Noseworthy, 2002; Kingwell
et al., 2013; Milo & Miller, 2014). As principais características clínicas e fisiopatológicas são a destruição da bainha de mielina e consequente sintomatologia neurológica, a infiltração de células inflamatórias nos espaços perivasculares e o aparecimento de placas e lesões na substância branca. No entanto, estas características podem diferir de acordo com a tipologia da doença (Keegan & Noseworthy, 2002; Milo & Miller, 2014). A EM manifesta-se sob diversas tipologias sendo a mais comum a recidivante-remitente (EM-RR), seguindo-se da secundária progressiva (EM-SP) e da primária progressiva (EM-PP) (Figueiredo, Silva, Cerqueira, Fonseca, & Pereira, 2015; Jick, Li, Falcone, Vassilev, & Wallander, 2015; Keegan & Noseworthy, 2002; Milo & Miller, 2014). Alguns autores consideram ainda a existência da EM benigna (EM-B), onde as alterações e limitações provocadas pela doença são mínimas mesmo em doentes diagnosticados há 15 ou 20 anos (Amato, Zipoli, & Portaccio, 2006). Na EM-RR, o doente sofre de surtos de sintomas intensos que podem durar de 24 horas a um mês. Quando a inflamação desaparece, o surto é ultrapassado, a pessoa regressa à normalidade e dá-se a recuperação da maioria das funções neurológicas afetadas. No entanto, como a recuperação raramente é completa, a pessoa vai acumulando incapacidade até passar à fase secundária da doença (EM-SP) (Keegan & Noseworthy, 2002; Milo & Miller, 2014). Na EM-PP, o progresso da doença e da incapacidade é mais visível, e com menos recuperação. Nesta última tipologia, a componente degenerativa é mais acentuada, enquanto que na EM-RR predomina a inflamação (Keegan & Noseworthy, 2002; Milo & Miller, 2014).
De acordo com a World Health Organization (WHO, 2013), estima-se que existam no mundo mais de dois milhões de pessoas com EM. A mesma fonte indica que a Europa regista uma prevalência entre 20 e 60 portadores por cada 100.000 habitantes. Em Portugal foram encontrados dois estudos de prevalência, nomeadamente em Braga e Santarém. Relativamente a Braga, registou-se uma média de 39,84 casos por cada 100.000 habitantes, sendo que 64,0% são mulheres e 35,9% são homens (Figueiredo et al., 2015). Por sua vez, Sá et al. (2006) em Santarém, encontraram um número de 46,3 casos por cada 100.000 habitantes. Em Portugal, os doentes com EM podem ser acompanhados nos serviços de neurologia dos vários hospitais e em diversas Instituições Particulares de Solidariedade Social que incluem as várias delegações da Sociedade Portuguesa de EM (SPEM), a Associação Nacional de EM (ANEM) e a recente Associação da Madeira de Esclerose Múltipla (AMEM). Estas estruturas prestam apoio multidisciplinar (ocupacional, de neuro-reabilitação, domiciliário, transporte, de Psicologia e de Serviço Social).
De entre os sintomas físicos da EM, a fadiga é relatada como sendo o mais incapacitante, com uma prevalência variando entre os 53,0% e os 83,0% (Wood et al., 2012). A fadiga pode
ser de ordem física, cognitiva ou psicossocial e está presente em todas as tipologias e estágios da doença (Fisk, Ponterfract, Ritvo, Archibald, & Murray, 1994; Wood et al., 2012). A sintomatologia depressiva também tem uma prevalência elevada em indivíduos com EM, com estimativas variando de 20 a 50,0% (Siegert & Abernethy, 2005).
A nível mental, as alterações cognitivas e executivas são hoje consideradas características comuns da doença, podendo mesmo constituir os primeiros indicadores de EM (Armato et al., 2008). Segundo Cotter et al. (2018), 70,0% dos doentes com EM apresenta comprometimento cognitivo, e desses, 55,0% apresenta também DE. As funções mais afetadas parecem ser a memória, a atenção e a VPI (Dagenais et al., 2013; Pokryszko-Dragan et al., 2009). O comprometimento cognitivo e executivo é mais acentuado nos subtipos progressivos da doença (EM-PP e EM-SP) (Denney, Sworowski, & Lynch, 2005; Migliore et al., 2017). A fadiga, a depressão e as alterações cognitivas na EM frequentemente coexistem e interagem entre si, tendo um impacto elevado na qualidade de vida destes pacientes, influenciando negativamente no desempenho de papéis laborais e sociais (Arnett et al., 1999; Fisk et al., 1994; Kleeber et al., 2004).
Uma das formas de constatar o comprometimento das FE, nesta e noutras doenças, é através de uma avaliação neuropsicológica. No entanto, essa é uma avaliação que não é simples, sendo muitas vezes necessário recorrer à utilização de vários testes em simultâneo. A avaliação pode então tornar-se num processo longo e moroso, especialmente para estes doentes onde a fadiga é um sintoma altamente prevalente (Wood et al., 2012). Assim, devido à falta de ferramentas adequadas, o comprometimento executivo em doentes com EM é muitas vezes negligenciado (Amato et al., 2008; Cotter et al., 2018). As baterias existentes até à data para proceder à avaliação neuropsicológica destas pessoas são demasiado extensas e complexas no que respeita à administração e cotação. Embora nos últimos anos tenham aparecido algumas baterias neuropsicológicas para trabalhar com esta população, tais como a Bateria Repetitiva
Breve de Testes Neuropsicológicos (Rao, 1990), a Avaliação Mínima da Função Cognitiva em EM (Benedict et al., 2006), e o International Cognitive Assessment for MS (Langdon et al.,
2012), estas mantêm muitas limitações práticas (Cotter et al., 2018).
A Bateria de Avaliação Frontal (FAB) criada por Dubois, Slachevsky, Litvan e Pillon (2000), sendo uma bateria de aplicação rápida e de fácil interpretação, poderá revelar-se útil para colmatar a complexidade e extensão acima mencionada. A FAB é uma bateria de avaliação neuropsicológica que objetiva detetar a DE associada ao lobo frontal através da avaliação de funções como a conceptualização, a flexibilidade mental, a programação motora, a sensibilidade à interferência, o controlo inibitório e a autonomia ambiental (Dubois et al.,
2000). A sua administração demora cerca de 10 minutos e é constituída por seis subescalas, cada uma avaliando uma das funções acima referidas. Ao longo dos anos a FAB tem comprovado as vantagens propostas pelos autores originais ao integrar diversos estudos onde se tem mostrado capaz de discriminar várias patologias neurodegenerativas. Assim, esta bateria permitiu discriminar a doença de Alzheimer (DA) da demência frontotemporal (Slachevsky et al., 2004); a DA da demência vascular (D’Onofrio et al., 2018; Oguro et al., 2006); idosos que sofreram AVC com défice cognitivo daqueles sem défice (Espírito-Santo et al., 2016) e indivíduos com défice cognitivo ligeiro (DCL) de indivíduos saudáveis (Chong et al., 2010). Por sua vez, Nagata et al. (2011) utilizaram a FAB juntamente com técnicas de ressonância magnética, para demonstrarem como a atrofia do hipocampo poderá influenciar o desempenho executivo em portadores de DCL. Concluíram que a referida atrofia se relaciona com a DE como défice cognitivo não-mnésico. Também Kume et al. (2010) avaliaram pacientes com DCL e seu possível dano frontal e verificaram que a FAB poderá ser particularmente sensível a funções associadas ao lobo frontal lateral esquerdo e a áreas frontais mediais direitas.
Vários trabalhos analisaram o desempenho da FAB para avaliar indivíduos com doença de Parkinson (DP). Um desses estudos concluiu que as baixas pontuações nesta bateria poderão dever-se à associação entre a disfunção do lobo parietal e um défice frontal já existente (Matsui et al., 2016). Por sua vez, Bezdicek et al. (2017) verificaram que baixas pontuações neste instrumento se correlacionam significativamente com menor densidade de massa cinzenta nas áreas pré-frontais ventromediais. O trabalho de Hurtado-Pomares et al. (2018) constatou que a subescala da Fluência Lexical é a que tem melhor precisão para diferenciar doentes DP com demência de DP sem demência.
Por seu turno, Moorhouse, Gorman e Rockwood (2009) compararam o The Executive
Interview (Royall, Mahurin, & Gray, 1992) com a FAB e concluíram que esta última, por levar
menos tempo a ser administrada, parece ser menos frustrante para os pacientes, tornando-se mais exequível.
Em sentido oposto, Chapados e Petrides (2013) pretenderam diferenciar através da FAB pessoas com variadas lesões limitadas ao córtex frontal em diferentes graus de gravidade. Este estudo não encontrou nenhuma diferença significativa entre os grupos, verificando-se pontuações entre 17 e 18 em quatro dos cinco grupos e pontuação de 16 em um grupo (de 0 a 18). Perante os seus resultados estes autores questionam a sensibilidade da FAB para lesões limitadas ao lobo frontal. Em Portugal, Lima, Meireles, Fonseca, Castro e Garrett (2008) também utilizaram a FAB para discriminar a DE em pessoas com DP. Os resultados mostraram um ponto de corte de 14/15 como sendo o ideal para proceder a esta discriminação. Este
trabalho também demonstrou a validade convergente do instrumento com outras medidas neuropsicológicas, de entre as quais o Teste de Fluências Verbais Fonéticas (TFVF). Por último, os autores constataram que as subescalas com maior poder discriminativo foram as
Semelhanças e a Fluência Lexical. Adicionalmente, a FAB tem sido alvo de validação e
adaptação em vários países com várias populações. A síntese da revisão da literatura de alguns estudos de validação prévios da FAB pode ser mais facilmente seguida através da Tabela 1.
Tabela 1
Revisão da Literatura Referente a Estudos de Validação da Bateria de Avaliação Frontal
Autor Amostra alfa reteste
Teste-Subescala mais discriminativa ROC (AUC) MEDIA ± DP Ponto de corte Bezdicek et al. (2017) SAC: DP, n = 73 (32 DP-D e 41 DP-SD) SANC: n = 73 0,60 — — 0,90 0,82 14,31 ± 20 16,51 ± 1,21 17,49 ± 0,64 16 17 Appollonio et al. (2005) Comunidade N = 364 — 0,85 Semelhanças, FL — 16,1 ± 1,8 16 Wang et al. (2015) Comunidade N = 301 0,68 0,88 — — 14,89 ± 2,75 — D’ Onofrio et al. (2018) DA, n = 115 DV, n = 100 0,91 — — 0,56 0,74 6,46 12 Hurtado-Pomares et al. (2018) SAC: DP, n = 67 SANC: n = 54 0,75 a 0,86 0,49 Semelhanças, FL 0,81 0,80 16,00 13,00 14,5 12,5 Kim et al. (2010) SAC: DA, n = 300 SANC: n = 635 0,80 0,82 — 0,85 7,73 ± 4,27 13,62 ± 3,13 10/11 Asaadi et al. (2016) SAC: DP, n = 49 SANC: n = 149 0,68 0,53 0,89 Semelhanças, FL — SANC:15 ± 1,70 — Benke et al. (2013) Idosos saudáveis N = 401 0,46 — FL — 16,25 ±1,64 16 Chong et al. (2010) SAC: Inicio demência, n = 80 SANC: n = 100 — — — 0,95 15,96 ± 2,61 9,74 ± 3,5 12/13 Kugo et al. (2007) SAC: Demência variada, n = 105 SANC: n = 25 0,72 0,77 Semelhanças, FL — 9,50 ± 2,9 15,0 ± 1,6 — Lima et al. (2008) SAC: DP, n = 50´ SANC: n = 122 0,69 — FL — SANC: 15,14 ± 2,43 — Espírito-Santo et al. (2016)
SAC: idosos AVC, n = 112 SANC: idosos s/ AVC, n = 157 0,79 0,78 — Semelhanças 0,64 11,11 ± 4,33 8,90 ± 4,40 7 Dubois et al. (2000) SAC: disfunção variada do lobo frontal, n = 121 SANC: n = 42 0,78 — — — 10,30 ± 4,70 17,30 ± 0,80 —
Nota. n = Número de sujeitos; ROC = Receiver Operating Characteristic curve; AUC = Area Under Curve; SAC = Subamostra clínica;
SANC = Subamostra não-clínica; DP = Doença de Parkinson; DP-D = Doença de Parkinson com Demência; DP-SD = Doença de Parkinson sem Demência; FL = Fluência Lexical; DA = Doença de Alzheimer; DV = Demência Vascular; AVC = Acidente Vascular Cerebral.
No que respeita ao uso desta bateria na EM, vários estudos utilizaram-na como parte dos seus instrumentos de avaliação. Jougleux-Vie et al. (2014) correlacionaram a fadiga com a memória; Raimo et al. (2014) analisaram a apatia e Roca et al. (2008) relacionaram défices
cognitivos com alterações frontosubcorticais. Por sua vez, Montel e Bungener (2007) analisaram as estratégias de coping; a teoria da mente na EM foi estudada por Roca et al. (2014) e Felippe et al. (2018) estudaram a relação entre exercício físico e cognição. Por último, Chan et al. (2017) investigaram os efeitos da medicação (sinvastatina) sobre os resultados dos testes de avaliação cognitiva, executiva, qualidade de vida e saúde. No entanto, nenhum destes estudos constituiu o estudo das propriedades psicométricas da FAB e até à data não foi encontrado nenhum trabalho de validação deste instrumento para uso na EM.
Ao concluirmos a revisão da literatura verificámos que é possível correlacionar os resultados da FAB com determinadas regiões frontais em diferentes contextos clínicos e discriminar várias patologias neurológicas. Os resultados demonstram assim a validade deste instrumento como meio de rastreio da DE e de avaliação neuropsicológica com boas características psicométricas e bom poder discriminativo.
Vimos ainda anteriormente, que doentes com EM são suscetíveis a comprometimento das FE e cognitivas (Armato et al., 2008; Arnett et al., 1999; Cotter et al., 2018; Kleeber et al., 2004; Migliore et al., 2017) e que este comprometimento pode, por vezes, ser subdiagnosticado devido à existência de uma lacuna no que respeita a instrumentos adequados e validados para avaliar esta população (Amato et al., 2008; Cotter et al., 2018). Concluímos assim que é pertinente colmatar esta lacuna, validando e criando testes sensíveis às referidas alterações e que sejam de aplicação rápida e prática. O rastreio da DE e cognitiva na população com EM é crucial para um diagnóstico mais rigoroso e orientado para a realidade. Será possível assim perceber melhor as dificuldades de cada sujeito, poder prestar-lhe um melhor atendimento, bem como, futuramente, desenvolver terapias de reabilitação neurocognitiva adequadas a estes indivíduos.
Objetivos
De acordo com o exposto, a presente investigação conta com os seguintes objetivos:
1. Analisar as propriedades psicométricas da FAB para uso na população portuguesa com EM (consistência interna, consistência temporal e validade convergente).
2. Determinar a sua precisão diagnóstica para com a referida população [sensibilidade, especificidade, analise Receiver Operating Characteristic (ROC) e determinação do ponto
de corte].
3. Analisar a capacidade discriminativa e correlatos da FAB.
4. Determinar preliminarmente os valores normativos da FAB numa amostra da população portuguesa com EM.
Materiais e Métodos
Âmbito geral do estudo
Este é um estudo transversal de caráter preliminar que integra o projeto “Trajetórias de Saúde Mental em Doentes com Esclerose Múltipla” desenvolvido pelas professoras Maria Teresa Carvalho e Helena Espírito Santo do Instituto Superior Miguel Torga (ISMT) e do Centro de Investigação em Neuropsicologia e Intervenção Cognitivo-Comportamental (CINEICC) da Faculdade de Psicologia e de Ciências da Educação da Universidade de Coimbra. Este é um projeto que tem como objetivo proceder à caracterização da população portuguesa de doentes com EM, relativamente a variáveis de natureza psicológica, neuropsicológica e física. É igualmente propósito deste projeto criar e validar um conjunto de instrumentos neuropsicológicos para avaliar a população portuguesa portadora de EM. Este projeto incluiu na sua equipa um grupo de oito estudantes de mestrado que recebeu formação na administração dos vários instrumentos. Essa formação decorreu ao longo de três sessões de duas horas cada. Os alunos que por algum motivo não receberam o mesmo número de horas de formação, foram acompanhados pelos colegas mais bem preparados nas primeiras avaliações.
Participantes
A amostra da presente investigação ficou constituída por 149 sujeitos divididos em duas subamostras. A subamostra clínica (SAC) englobou 68 participantes, enquanto que a subamostra não-clínica (SANC) contou com 81 participantes. A maioria dos participantes com EM foram recrutados nas várias delegações da SPEM. No entanto, alguns não estavam associados a nenhuma das referidas delegações e foram recrutados na comunidade através de contactos pessoais. A SANC foi constituída por membros da comunidade, cognitivamente saudáveis e sem doenças neurológicas, recrutados entre as pessoas conhecidas pelos membros da equipa de avaliação.
Os critérios de inclusão para ambas as subamostras foram os seguintes: ter assinado o consentimento informado, ser falante de língua Portuguesa, residir em Portugal e, por último, possuir capacidades físicas e mentais suficientes para participarem nas avaliações realizadas. Para a SAC foi ainda critério essencial de inclusão, a existência de um diagnóstico de EM devidamente comprovado, independentemente da tipologia da doença. Apesar de alguns autores (Bezdicek et al., 2017) terem excluído sujeitos com défice cognitivo e/ou sintomatologia depressiva, nós não o fizemos por considerarmos, de acordo com outros
trabalhos (Amato et al., 2008; Siegert & Abernethy, 2005), que estas características são representativas da população em estudo.
Procedimentos
Os procedimentos para esta investigação seguiram o estabelecido para o projeto no qual se insere. Em primeiro lugar, procedeu-se à divulgação das informações relativas ao projeto junto das instituições envolvidas. Para tal, foram estabelecidos contactos via email e telefone para as várias delegações da SPEM com a informação detalhada acerca do projeto. De seguida, realizaram-se contactos presenciais para esclarecimentos mais detalhados, bem como para a apresentação direta do estudo a alguns utentes. As delegações de quatro cidades portuguesas do centro e litoral de Portugal continental aceitaram colaborar na investigação.
Em segundo lugar, procedeu-se à obtenção das autorizações formais para a aplicação de um protocolo constituído por duas baterias de avaliação; uma referente a variáveis psicológicas e outra a variáveis neuropsicológicas. O consentimento informado foi lido e assinado por todos os sujeitos que aceitaram participar no estudo, e após ter sido devidamente explicado e compreendido. De todos os sujeitos contactados, cinco recusaram participar no estudo e dois não indicaram disponibilidade para o agendamento da avaliação. Por forma a cumprir com os pressupostos éticos e deontológicos inerentes à investigação com seres humanos, o presente estudo foi analisado e aprovado pela Comissão de Ética do ISMT.
Em terceiro lugar, procedeu-se à respetiva recolha de dados que decorreu entre dezembro de 2018 e maio de 2019. Alguns sujeitos foram recrutados diretamente pelas investigadoras nas referidas sessões de esclarecimento presenciais, enquanto que a maioria foi posteriormente contactada pelos responsáveis das delegações da SPEM. Verificou-se que, nesta segunda modalidade de recrutamento, houve uma possível seleção dos sujeitos mais funcionais. Em algumas delegações foram-nos fornecidos dados clínicos essenciais ao estudo, tais como número de surtos, tipologia de EM e datas de diagnóstico quando os utentes não eram capazes de os fornecer com exatidão. No entanto, noutras delegações esta colaboração não aconteceu ou os referidos dados não estavam disponíveis. Alguns sujeitos preencheram a bateria de avaliação psicológica de forma independente, solicitando ajuda quando necessário, enquanto que outros, por limitações físicas ou por sua preferência foram avaliados por héterorresposta. A SANC foi recrutada na esfera social das investigadoras (familiares, amigos e colegas) e foi sujeita às mesmas baterias de avaliação. Aqui, na maioria dos casos, a bateria de avaliação psicológica foi preenchida por autorresposta.
Por motivos logísticos, somente alguns sujeitos da SAC (n = 29) foram reavaliados através da bateria de avaliação neuropsicológica, de modo a analisar a validade temporal desses instrumentos. O intervalo de tempo entre o teste e o reteste foi de quatro a oito semanas.
Instrumentos
O Questionário Sociodemográfico e clínico elaborado para uso nesta investigação
pretendeu recolher, através das questões sociodemográficas, informação como a idade [em quatro grupos etários (30-40, 41-50, 51-60 e > 61 anos)], o sexo, o estado civil, as habilitações literárias de acordo com o sistema de ensino português, a profissão [de acordo com as 10 categorias da Classificação Portuguesa das Profissões (INE, 2010)], que depois foram recodificadas na categoria Manual (e.g., agricultores e pescadores) e Intelectual (e.g., quadros dirigentes e cientistas), e a área de residência de acordo com a Tipologia de áreas urbanas (Área predominantemente urbana, Área mediamente urbana e Área predominantemente rural; INE, 2009). Quanto às variáveis clínicas, questionou-se sobre a tipologia de EM (EM-RR, EM-PP, EM-SP e Não sabe), o número de surtos — variável que foi dividida em seis subgrupos (Nenhum, 1-5, 6-10, 11-15, 16-20, 21-25 surtos) — a data de diagnóstico, o tipo/ grau de dor e de fadiga, a percentagem de incapacidade atribuída e a medicação usada.
A Bateria de Avaliação Frontal (FAB, versão original de Dubois et al., 2000; adaptado
para a população portuguesa por Lima et al., 2008) objeto de estudo da presente investigação e anteriormente apresentada, é um instrumento de rastreio que avalia as funções associadas ao lobo frontal. A prova inicia-se pela avaliação do pensamento abstrato através da subescala das
Semelhanças. O avaliado deve identificar qual a semelhança existente entre dois elementos
(e.g., Diga em que são semelhantes uma banana e uma laranja). Prossegue-se com a subescala de avaliação da flexibilidade mental através da Fluência Lexical, no qual é solicitado ao sujeito que enumere o maior número de palavras que conseguir iniciadas pela letra P num período de 60 segundos. Na terceira subescala avalia-se a programação motora pelas Séries Motoras de
Luria. Aqui, o sujeito deve treinar a série punho-eixo-palma e de seguida, realizar sózinho seis
séries corretas consecutivas. Por sua vez, a subescala das Instruções Antagónicas visa avaliar a sensibilidade à interferência. Nesta subescala o indivíduo deve bater duas vezes na mesa sempre que o examinador bater uma vez e deve bater uma vez quando o examinador bater duas vezes. Prossegue-se com a quinta subescala denominada Go-no-Go. O objetivo é avaliar o controlo inibitório. Aqui o sujeito deve bater uma vez na mesa sempre que o examinador bater uma vez. Quando este bater duas vezes o sujeito não deve bater. Termina-se com a subescala
do Comportamento de Preensão para avaliar a autonomia ambiental. Para tal, solicita-se ao indivíduo que coloque as mãos com as palmas viradas para cima. O avaliador coloca as suas mãos sobre as do sujeito e este não deverá apertá-las. Quanto à pontuação, cada subescala é cotada numa escala de 0 a 3 e a pontuação total varia entre 0 e 18 pontos (Dubois et al., 2000). Em relação aos valores de confiabilidade, a versão original apresentou um valor de alfa de Cronbach de 0,78 (Dubois et al., 2000). Na versão portuguesa o valor foi de 0,69 (Lima et al., 2008), enquanto que no presente estudo o valor de alfa foi de 0,64.
Teste Stroop (Stroop Neuropsychological Screening Test, versão original de Trenerry,
Crosson, DeBoe, & Leber, 1989; versão portuguesa de Castro, Martins, & Cunha, 2003; versão Torga de Garcia et al., 2016) trata-se de um instrumento neuropsicológico que avalia algumas das FE, tais como a atenção seletiva, a flexibilidade cognitiva, o controlo inibitório e a VPI (Garcia et al., 2016). A primeira tarefa consiste na leitura em coluna de 112 palavras impressas a cor. Na segunda tarefa, o sujeito deve nomear a cor da tinta em que a palavra está impressa. Esta informação é incongruente com a palavra escrita o que provoca o chamado Efeito de
Stroop. Isto é, verifica-se uma diminuição da VPI na tarefa de nomeação de cor
comparativamente à tarefa de leitura. Cada prova deve ser realizada dentro de um tempo limite de 120 segundos (Garcia et al., 2016; Trenerry et al., 1995). Existem várias versões do TS. Para este projeto foi utilizado a versão Teste Stroop-Torga (TST). No entanto, foi feita uma adaptação a esta versão que consistiu em não se impor limite de tempo nas provas, mas apenas contabilizá-lo. De acordo com as indicações de Denney (2019), desta maneira poderá obter-se uma medida mais exata do controlo inibitório e da VPI avaliadas pela prova de nomeação de cor. Para análise da validade convergente na presente investigação usou-se o tempo despendido na prova de nomeação de cor (TST-C), o número total de respostas corretas e o número de erros na mesma prova. Para o cálculo do índice de funcionamento cognitivo (IFC) utilizou-se apenas o número de respostas corretas na prova de nomeação de cor. Na versão Torga, o TST apresentou propriedades psicométricas adequadas [adequada estabilidade temporal e validade convergente com a FAB (r = 0,33) e com a Figura Complexa de Rey-Osterrieth (r = 0,33)].
O Montreal Cognitive Assessment (MoCA, versão original de Nasreddine et al., 2005;
tradução e validação portuguesa de Simões et al., 2008) é um instrumento que avalia o comprometimento cognitivo. Este instrumento é curto, demora cerca de 10 minutos a ser administrado e foi desenvolvido para ser utilizado como alternativa ao Mini Exame do Estado
Mental. O MoCA é constituído por 12 itens distribuídos pelas seguintes oito subescalas: aptidões visuoespaciais, FE, memória, atenção, concentração, memória de trabalho, linguagem e orientação. A pontuação máxima deste instrumento é de 30 pontos (Nasreddine
et al., 2005; Simões et al., 2008). A subescala FE (MoCA-E), utilizada neste estudo para análise da validade convergente, é avaliada pelas tarefas Trail Making Test B, pela fluência verbal fonética (FVF) e pela abstração verbal. No presente estudo, para além da MOCA-E, utilizámos também a da Atenção-concentração-memória-linguagem para calcular o IFC. No que diz respeito à consistência interna do MoCA, a versão original apresenta um valor de alfa de Cronbach de 0,83 (Nasreddine et al., 2005). Neste estudo o valor encontrado foi de 0,75.
O Teste de Fluência Verbal Fonética (TFVF, versão original de Benton & Hamsher,
1978; tradução e validação portuguesa de Braz, Espírito-Santo, & Gordo, 2017; tradução e validação portuguesa de Sarmento & Espírito-Santo, 2018) foi desenvolvido por Thurstone em 1938. Este é um teste neuropsicológico que tem como objetivo a avaliação de funções tais como a linguagem, a memória e as FE. Existem várias versões do TFVF no que toca às letras utilizadas. Em Portugal o primeiro estudo realizado mostrou que as letras que melhor se adequavam à população portuguesa eram o P, o M e o R (Braz et al., 2017). No entanto, um estudo posterior mostrou que as letras que melhor discriminam a existência ou ausência de défice cognitivo seriam o P, o U e o V (Sarmento & Espírito-Santo, 2018). Esta foi a versão utilizada neste estudo. Neste teste, começa-se por solicitar ao sujeito que enumere o maior número de palavras que conseguir iniciadas pela letra P num período de 60 segundos. No entanto, nomes próprios, sobrenomes, conjugações de verbos e variações de palavras não são consideradas respostas corretas. De seguida procede-se da mesma forma para as letras U e V (Braz et al., 2017; Sarmento & Espírito-Santo, 2018). Este teste foi usado para analisar a validade convergente. Juntamente com a medida de alternâncias, foi também usado para o cálculo do IFC. Relativamente aos valores de confiabilidade, os valores de alfa de Cronbach das versões portuguesas foi de 0,89 (Braz et al., 2017) e de 0,80 (Sarmento & Espírito-Santo, 2018). No presente estudo o alfa de Cronbach encontrado foi de 0,75.
A Figura Complexa de Rey (FCR-O) foi desenvolvida por André Rey-Osterrieth
(1942) e consiste numa figura composta por 18 elementos que lhe conferem complexidade. Este é um teste neuropsicológico que se foca na avaliação de funções tais como a memória, as habilidades visuoespaciais e o planeamento. Normalmente, este teste realiza-se em três momentos. Em primeiro lugar, na prova de cópia (FCR-O-C), apresenta-se ao sujeito uma folha estímulo com a referida figura e solicita-se que a copie para uma folha branca o melhor que conseguir. De seguida são feitas duas provas em que o sujeito deve desenhar a figura de memória (FCR-O-3 e FCR-O-20). Cada um dos 18 elementos da figura pode ser pontuado até dois pontos. O total poderá variar então entre 0 e 36 pontos (Osterrieth, 1942). No presente estudo apenas foi utilizada a prova da FCR-O-C para cálculo do IFC. Quanto aos valores de
confiabilidade para a FCR-O-C o alfa de Cronbach num estudo Português de análise das propriedades psicométricas foi de 0,88 (Mós & Espírito-Santo, 2016). No presente estudo obteve-se um alfa de 0,96.
A Depression Anxiety Stress Scales-21 (DASS-21, versão original de Lovibond &
Lovibond, 1995; tradução e validação portuguesa de Pais-Ribeiro, Honrado, & Leal, 2004) é uma escala para avaliar a existência de sintomatologia clinicamente significativa relativamente a ansiedade, stress e depressão. Esta escala é composta por três subescalas, cada uma composta por sete itens. As respostas deverão ser dadas com base na última semana e apresentam-se numa escala do tipo Likert. Para a cotação somam-se os totais de cada subescala e multiplicam-se por dois. No estudo português os valores de confiabilidade variaram entre 0,74 e 0,89 (Pais-Ribeiro et al., 2004). No presente estudo o alfa de Cronbach indicou um valor de 0,93.
O World Health Organization Disability Assessment Schedule (WHODAS,
desenvolvido pela World Health Organization, 2010; traduzido e validado para a população portuguesa por Silva et al., 2013) é um teste de autorresposta que avalia as possíveis dificuldades do dia-a-dia apresentadas pelos sujeitos nas diversas condições clínicas. É composto por 12 questões, sendo as respostas dadas com base numa escala ordinal de cinco níveis e referentes aos últimos 30 dias. As questões são relativas a seis componentes: cognição, mobilidade, autocuidado, relações interpessoais, atividades diárias e participação. Com base nesses seis componentes é possível obter indicação acerca da perceção do sujeito sobre o seu próprio funcionamento global. Relativamente aos valores de confiabilidade, o estudo português apresentou um alfa de Cronbach de 0,95 (Silva et al., 2013) e no presente estudo o valor foi de 0,90.
A Escala de Severidade de Fadiga (ESF, versão original de Krupp, LaRocca,
Muir-Nash, & Steinberg, 1989; tradução e validação portuguesa de Gomes & Gonçalves, 2011) é um questionário de autorrelato, simples e breve que foi desenvolvido com o intuito de avaliar o impacto da fadiga no dia-a-dia de doentes com EM. Este é um questionário com nove itens onde cada item é cotado de um a sete. A pontuação varia entre 9 e 63 sendo que, no estudo original, pontuações superiores a 28 indicam existência de fadiga clinicamente significativa. Quanto aos níveis de confiabilidade, o estudo português indica um valor de alfa de Cronbach de 0,88 (Gomes & Gonçalves, 2011). No presente estudo o valor foi de 0,93.
Análise estatística
Para a análise e tratamento dos dados, recorreu-se ao Programa Estatístico Statistical
Package for Social Sciences (IBM SPSS Statistics, versão 25.0 para Macintosh 2012).
Previamente analisou-se as características sociodemográficas e clínicas das subamostras usando o teste de Qui Quadrado da dependência e o Qui Quadrado da aderência com Análise
de Monte Carlo quando apropriado.
Depois foram calculadas as análises descritivas (médias, desvio padrão, frequências, mínimo e máximo) para a FAB e respetivas subescalas bem como para os restantes instrumentos neuropsicológicos.
De seguida verificou-se a normalidade da distribuição das pontuações de todos os instrumentos neuropsicológicos através do teste de Shapiro-Wilk e sempre que houvesse indicação de não-normalidade (p < 0,05), calculou-se a simetria e a curtose seguindo as diretrizes de Kim (2013). Este autor indica que, para amostras entre 50 e 300, o valor de z (medida / erro padrão da medida) deve ser superior ao módulo de 3,29. Para as variáveis cuja distribuição não fosse normal, procedeu-se de acordo com a metodologia indicada por Templeton (2011) para a normalização das pontuações.
Quanto às propriedades psicométricas, recorreu-se à análise do alfa de Cronbach,
correlações inter-item e correlações item total. Em relação à consistência temporal, usou-se as correlações de Spearman para a pontuação total e a correlações bisserial para as subescalas.
Para a validade convergente recorreu-se ao cálculo das correlações de Spearman.
Relativamente à precisão diagnóstica, determinou-se a sensibilidade, a especificidade e as pontuações de corte através de uma Receiver Operating Characteristic curve (ROC). Para este cálculo procedeu-se previamente à determinação de um Índice de Funcionamento Cognitivo (IFC), para a amostra clínica, excluindo a FAB e, recorrendo aos restantes testes neuropsicológicos (FCR-O-C, número de respostas corretas no TST-C adaptado, TFVF com a Medida de Alternância e as subescalas Executiva, Atenção-Concentração-Memória de Trabalho e Linguagem do MoCA). De acordo com as diretrizes de Benedict et al. (2004), este IFC mede a presença ou não de défice cognitivo com base no z score de quatro das seis variáveis neuropsicológicas (exceto a FAB). De acordo com o mesmo autor, essa medida obtém-se tendo em conta os seguintes valores: a) um score z < -1,5 em 4 testes; b) um score z < -2 em um teste e um score z < -1,5 em dois testes, ou c) um score z < -2 em dois testes neuropsicológicos entre os outros seis testes neuropsicológicos que temos (FAB, FCR-O-C, FCR-O-M3, FCR-O-M20, TST e TFVF) (Benedict et al., 2004). Tendo em consideração a
prevalência do diagnóstico de EM numa região portuguesa (0,39%; Figueiredo et al., 2015), para análise ROC seria necessário um número de casos positivos superior a 41 e um número de casos negativos superior a 16 para um poder estatístico de 80% (MedCalc Software Byba, 2019).
Para a determinação da capacidade discriminativa, efetuou-se a análise das diferenças individuais na FAB recorrendo ao teste t de Student para amostras independentes, U de
Man-Whitney ou ANOVA conforme apropriado. Para a determinação dos correlatos da FAB
recorreu-se à análise correlacional de Pearson ou de Spearman conforme adequado.
Em relação aos valores normativos, estes foram determinados em dois passos. Primeiro, recorreu-se à análise de regressão simultânea para selecionar as covariáveis apropriadas. Para tal, verificou-se os coeficientes de regressão e respetivos níveis de significância (Oosterhuis, 1989). Depois, calcularam-se os percentis.
Para cada teste estatístico, o nível de significância foi estabelecido num valor mínimo de alfa de 0,05 e calculado o respetivo tamanho do efeito [d de Cohen ou g de Hedges, fórmula do tamanho de efeito para o teste U de Mann-Whitney, Eta Quadrado para ANOVA e coeficiente de determinação (r2 x 100)]. Os tamanhos do efeito para o teste t de Student ou U
de Mann-Whitney foram considerados baixos entre 0,20 e 0,49, moderados entre 0,50 e 0,79,
altos entre 0,80 e 1,29 e muito altos a partir de 1,30 (Espírito-Santo & Daniel, 2017). Relativamente à ANOVA, o tamanho de efeito foi considerado pequeno até 0,10, médio de 0,11 a 0,25 e grande de 0,26 a 0,40 (Espírito-Santo & Daniel, 2018). Por último, para as correlações, o tamanho de efeito foi considerado pequeno de 0,10 a 0,29, moderado de 0,30 a 0,49 e grande de 0,50 a 1,00 (Espírito- Santo & Daniel, 2017).
Considerando o tamanho da presente amostra e com base no programa informático G*Power (Faul, Erdfelder, Lang, & Buchner, 2007), o poder do teste estatístico para o Qui
Quadrado da Aderência foi de 89,40% para um tamanho do efeito de 0,43 e alfa de 0,05. Para
o teste t de Student ou U de Mann-Whitney, com base numa calculadora on-line para o poder estatístico (HyLown Consulting, 2013-2019), obteve-se um poder superior a 95%. Este valor foi calculado tendo em conta um alfa a 5%, as médias e desvios padrão da FAB na SAC, na SANC e a taxa de amostragem (k = nsac / nsanc = 0,63). Para a ANOVA, e segundo o G*Power
(Faul et al., 2007), considerando o tamanho da amostra global (AG; N = 149), um tamanho de efeito médio (f = 0,25; r = 0,5) e um alfa de 0,05, o poder variou entre 58 e 78%. Quanto à correlação, considerando um tamanho de efeito médio (r = 0,3), o poder estatístico foi superior a 95%. Relativamente à validade temporal, considerando o valor das correlações encontrados
na revisão da literatura (Appollonio et al., 2005; Hurtado-Pomares et al., 2018) e o número de sujeitos que foram reavaliados no nosso estudo (n = 29), pertencentes à SAC, o poder estatístico para a analise correlacional variou entre 87,4% a 100%.
Resultados
Análises preliminares
Caracterização sociodemográfica da amostra. Previamente aos resultados principais,
procedeu-se à caracterização da amostra com base nas variáveis sociodemográficas (Tabela 2) e clínicas (Tabela 3).
Tabela 2
Caracterização Sociodemográfica da Amostra
AG (N = 149) SAC (n = 68) SANC (n = 81) !2 n % n % n % Sexo Masculino 46 30,9 21 45,7 25 54,3 » 0,00ns Feminino 103 69,1 47 45,6 56 54,4 Idade AG: M = 47,72 ± 11,42, SAC: M = 48,03 ± 10,51, SANC: M = 47,46 ± 12,20. t = 0,30; p = 0,762 30-40 43 28,9 15 34,9 28 65,1 5,86ns 41-50 48 32,2 28 58,3 20 41,7 51-60 41 27,5 19 46,3 22 53,7 > 61 17 11,4 6 35,3 11 64,7 Habilitações Literárias AG: M = 12,41 ± 4,71, SAC: M = 12,29; ± 4,80, SANC: M = 12,51; ± 4,66. t = 0,32; p = 0,747
Sabe ler e escrever 1 2 1,3 0 0,0 2 100,0
0,11ns, a 1º ciclo 11 7,4 6 54,5 5 45,5 2º ciclo 7 4,7 4 57,1 3 42,9 3º ciclo 27 18,1 13 48,1 14 51,9 Ensino Secundário 49 32,9 21 42,9 28 57,1 Licenciatura 40 26,8 19 47,5 21 52,5 Mestrado 13 8,7 5 38,5 8 61,5
Categoria Profissional Manual 28 18,8 12 42,9 16 57,1 0,11ns
Intelectual 121 81,2 56 46,3 65 53,7 Situação Atual Estudante 6 4,0 2 33,3 4 66,7 59,84*** Ativo/a 91 61,1 23 25,3 68 74,7 Reforma 10 6,7 3 30,0 7 70,0 Reforma ( invalidez) 34 22,8 34 100,0 0 0,0 Desempregado 8 5,4 6 75,0 2 25,0 Espaço Geográfico PredM. Rural 36 24,2 17 47,2 19 52,8 0,06ns MedM. Urbana 35 23,5 16 45,7 19 54,3 PredM. Urbana 78 52,3 35 44,9 43 55,1
Nota. AG = Amostra Global; SAC = Subamostra Clínica; SANC = Subamostra não-clínica; !2 = Qui-quadrado da independência; M = Média; N =
Nº sujeitos; 1 Sem escolaridade. PredM = Predominantemente; MedM = Medianamente. a Associação linear por linear; *** p < 0,001; ns Não significativo.
A média das idades na AG foi de 47,72 (DP = 11,42). Quanto à SAC, a idade variou entre os 30 e os 85 anos, revelando uma média de 48,03 (DP = 10,51). Na SANC a idade variou entre os 30 e os 76 anos com uma média de 47,46 (DP = 12,20), não se tendo verificado diferenças estatisticamente significativas entre as subamostras (t = 0,30; p = 0,762). Relativamente ao sexo, 46 indivíduos eram do sexo masculino e 103 do sexo feminino, sendo que na SAC, 21 eram homens e 47 mulheres e na SANC, 25 eram homens e 56 mulheres. No que concerne aos anos de escolaridade, a AG registou uma média de 12,41 (DP = 4,71) anos de escolaridade. Na SAC a escolaridade variou entre os 4 e os 23 anos com uma média de 12,29 (DP = 4,80) e na SANC variou entre os 2 e os 24 anos com média de 12,51 (DP = 4,66). Também aqui não se registaram diferenças estatisticamente significativas entre as subamostras (t = 0,32;
p = 0,747).
Relativamente à categoria profissional, verificámos que a maioria dos sujeitos pertence a categorias profissionais de tipo intelectual (AG = 81,2%; SAC = 46,3%; SANC = 53,7%), não se verificando diferenças estatisticamente significativas (c2 = 0,11ns). Analisando a
situação atual, a SAC registou apenas 25,3% de pessoas ativas e a SANC 74,7%. Quanto à distribuição geográfica dos sujeitos, ainda que o valor do qui-quadradonão indicasse diferenças estatisticamente significativas (c2 = 0,06ns), verificou-se que 52,3% dos sujeitos residiam em
meio predominantemente urbano.
Caracterização clínica da amostra. Uma vez que nenhum sujeito da SANC tinha doença
neurológica, mental ou física, na Tabela 3 é apresentada somente a SAC. Como se pode ver, o qui-quadradoda aderência indicou que houve diferenças estatisticamente significativas na proporção dos tipos de EM do presente estudo (c2 = 35,92; gl = 2; p < 0,001). Dos doentes com
EM-RR, oito manifestavam uma progressão benigna (11,8%). Relativamente ao número de surtos, a percentagem maior verificou-se no intervalo de 1 a 5 surtos (41,2%) .
Para além dos medicamentos apontados na Tabela 3, alguns doentes tomavam também medicações para outros sistemas (gastrointestinal, hormonal, geniturinário e cardiovascular), vitaminas ou suplementos. Contabilizando todos os fármacos, estes doentes tomavam entre 0 a 14 fármacos com uma média de 4,09 (DP = 2,90).
A variação do número de meses desde o último surto ocorreu entre os 0 e os 271 meses (M = 46,3 ± 59,44), ou seja, existiam pacientes que não tiveram surtos em 22 anos. Quanto à idade de diagnóstico, esta variou entre os 16 e os 68 anos (M = 33,00 ± 11,10). Relativamente aos meses ocorridos desde que foi feito o diagnóstico de EM, variaram entre os 7 e os 477 meses (M = 176,10 ± 116, 20). O número de meses com invalidez variou entre os 2 e os 303
meses (M = 113,23 ± 98,6) e por último a percentagem de incapacidade atribuída variou entre os 20,0 e os 96,0% (M = 70,8 ± 16,2).
Tabela 3
Caracterização Clínica de um Grupo de Doentes com Esclerose Múltipla (n = 68)
Variáveis Clínicas n % Tipologia de EM c2 = 35,92 (gl = 2)*** Recidivante/Remitente 37 54,4 Secundária Progressiva 15 22,1 Primária Progressiva 7 10,3 Não sabe 9 13,2 Número de Surtos 0 1 1,5 1 a 5 28 41,2 6 a 10 14 20,6 11 a 15 7 10,3 16 a 20 4 5,9 21 a 25 9 13,2 > 25 2 2,9 Não sabe 3 4,4 Medicamento EM Imunomoduladores 31 45,6 Imunossupressores 21 30,9 Corticosteroides 1 1,5 Sintomáticos 12 17,6 Outros 1 1,5 Psicofármacos ATD Clássicos a 6 8,8 ATD Posteriores b 20 29,4 Benzodiazepínicos 16 23,5 Outros c 19 27,9 Outros fármacos do SNC Antiepiléticos e anticonvulsivantes 17 25,00 Relaxantes Muscular 14 20,6 Antiparkinsónicos 5 7,4 Outros d 6 8,8 Variação M DP
Último surto (meses) 0 - 271 46,3 59,44
Diagnóstico (idade) 16 - 68 33,0 11,1
Diagnóstico (Meses) 7 - 477 176,1 116,2
Invalidez (Meses) 2 - 303 113,23 98,6
Incapacidade (Grau) 20 - 96 70,8 16,2
Nota. !2 = Qui-quadrado da aderência; % = Percentagem; M = Média; DP = Desvio Padrão; ATD = Antidepressivos; SNC = Sistema
nervoso central. *** p < 0,001.
a Inibidores da monoamina oxidase, Tri e tetracíclicos.
b Inibidores seletivos da recaptação da noradrenalina, Inibidores seletivos da recaptação da serotonina e noradrenalina, Inibidores seletivos
da recaptação da noradrenalina e dopamina, Agonista melatoninérgico e Antagonista 5-HT2.
c Benzodiazepínicos, Antipsicóticos e Estabilizadores de humor.
d Antivertiginosos, Anticonvulsivantes não categorizados na categoria anterior.
Análises descritivas. Posteriormente, calculou-se as análises descritivas (média, desvios
padrão, mediana, mínimo e máximo) da FAB e dos vários instrumentos neuropsicológicos e psicológicos em estudo, bem como das suas respetivas diferenças entre subamostras (Tabela 4). Aqui constata-se que a média total da FAB para a SAC foi 16,00 (DP = 2,16) e para a SANC foi de 16,63 (DP = 1,62).
Sandra Henriques | sandraisabel.ferreiraneves@gmail.com 18
Tabela 4
Análises Descritivas e das Diferenças dos Instrumentos de Avaliação Psicológica e Neuropsicológica na Amostra (N = 149)
Instrumentos Subescalas SAC (n = 68) SANC (n = 81) U / t g de Hedges M ± DP Md Mín Máx M ± DP Md Mín Máx FAB Total 16,00 ± 2,16 17,00 9,00 18,00 16,63 ± 1,62 17,00 12,00 18,00 1,98* 0,33† Semelhanças 2,53 ± 0,80 3,00 0,00 3,00 2,68 ± 0,50 3,00 1,00 3,00 2650,50ns 0,23† Fluência Lexical 2,37 ± 0,71 2,50 1,00 3,00 2,70 ± 0,68 3,00 0,00 3,00 1960,00*** 0,48† Séries Motoras de Luria 2,59 ± 0,71 3,00 1,00 3,00 2,81 ± 0,52 3,00 0,00 3,00 2342,00* 0,36† Instruções Antagónicas 2,88 ± 0,37 3,00 1,00 3,00 2,83 ± 0,38 3,00 2,00 3,00 2568,50ns 0,13† Go-no-Go 2,63 ± 0,69 3,00 0,00 3,00 2,60 ± 0,70 3,00 0,00 3,00 2699,00ns 0,04ns Comportamento de Preensão 3,00 ± 0,00 3,00 3,00 3,00 3,00 ± 0,00 3,00 3,00 3,00 2754,00ns 0,00 TST-C Tempo de nomeação 172,95 ± 64,44 154,00 91,00 355,00 134,75 ± 40,28 120,00 60,00 290,00 4,16*** 0,73†† # corretas 103,62 ± 20,63 111,50 13,00 112,00 108,06 ± 11,38 112,00 33,00 113,00 1,56** 0,27† # erros 4,37 ± 12,38 0,00 0,00 82,00 1,48 ± 2,20 0,00 0,00 9,00 1,86*** 0,34† MoCA-E Executiva 2,93 ± 1,06 3,00 0,00 4,00 3,19 ± 0,88 3,00 0,00 4,00 2402,50ns 0,00 TFVF P 10,34 ± 4,20 10,00 3,00 2,00 12,12 ± 4,60 12,00 1,00 29,00 2,46ns 0,40† U 4,53 ± 2,46 4,00 0,00 1,00 5,17 ± 2,93 5,00 0,00 15,00 1,43ns 0,23† V 7,75 ± 3,15 7,00 2,00 16,00 8,68 ± 3,15 9,00 1,00 16,00 1,79ns 0,30† DASS-21 Ansiedade 5,13 ± 3,81 5,00 0,00 16,00 2,33 ± 2,80 1,00 0,00 13,00 5,02** 0,85††† Stress 6,83 ± 4,50 6,00 0,00 18,00 3,61 ± 4,08 3,00 0,00 17,00 4,57ns 0,75†† Depressão 4,30 ± 4,01 4,00 0,00 18,00 1,77 ± 2,98 1,00 0,00 20,00 4,28** 0,73†† ESF Total 44,70 ± 15,86 49,00 9,00 63,00 32,28 ± 14,66 31,00 9,00 63,00 4,94ns 0,82††† WHODAS Total 28,80 ± 10,20 28,50 12,00 54,00 17,45 ± 4,82 16,00 12,00 29,00 8,41*** 1,46†††† Nota. M = Média; Md = Mediana; DP = Desvio Padrão; Máx = Máximo; Mín = Mínimo; SAC = Subamostra Clínica; SANC = Subamostra não-clínica; FAB = Bateria de Avaliação Frontal; TST-C = Teste Strop Torga
prova de nomeação de cor; MoCA-E = Montreal Cognitive Assessement- subescala executiva; TFVF = Teste de Fluências Verbais Fonéticas; DASS-21 = Escala de Ansiedade Stress e Depressão; ESF = Escala de Severidade da Fadiga; WHODAS = World Health Organization Disability Assessment Schedule; # = número.
* p < 0,05; ** p < 0,01; *** p < 0,001; nsnão significativo; † Tamanho do efeito pequeno; ††Tamanho do efeito moderado; †††Tamanho do efeito grande; †††† Tamanho de efeito muito grande.
Sa ndr a H en riqu es | s andr ais abe l.f er re ira ne ve s@ gm ail .c om 18 B ate ria d e A va lia çã o F ron ta l e m D oe nt es c om E sc le ros e M úl tipl a
Na Tabela 5 encontram-se as frequências das pontuações em cada subescala da FAB. É possível observar que a SAC teve de forma estatisticamente significativa mais pontuações inferiores (abaixo de 3), nas subescalas da Fluência Lexical e das Séries Motoras de Lúria. A subescala Comportamento de Preensão foi pontuada no máximo por todos os sujeitos de ambas as subamostras.
Tabela 5
Distribuição de Frequências das Pontuações nas Subescalas da Bateria de Avaliação Frontal (N = 149) Semelhanças % Fluência Lexical % Séries Motoras de Luria % Instruções Antagónicas % Go-No-Go % Comportamento de Preensão %
SAC SANC SAC SANC SAC SANC SAC SANC SAC SANC SAC SANC
Mediana 3,00 3,00 2,50 3,00 3,00 3,00 3,00 3,00 3,00 3,00 3,00 3,00 Pontuações 0 2,9 0,0 0,0 2.5 0,0 1.2 0,0 0,0 1,5 1,2 0,0 0,0 1 10,3 1,2 13.2 4.9 13.2 2.5 1.5 0,0 7,4 8,6 0,0 0,0 2 17,6 29,6 36.8 12.3 14.7 9.9 8.8 17.3 17,6 18,5 0,0 0,0 3 69,1 69,1 50.0 80.2 72.1 86.4 89.7 82.7 73,5 71,6 100,0 100,0 c2 1,93ns 8,25** 4,79* 0,80ns 0,06ns — Nota. c2 = Associação linear-por-linear; SAC = Subamostra Clínica; SANC = Subamostra não-clínica; % = Percentagem.
* p < 0,05; ** p < 0,01; ns Não significativo.
Análise da normalidade. Para a decisão estatística procedeu-se à análise de normalidade
de distribuição das pontuações (Tabela 6). Assim os valores z da simetria e curtose, de acordo com Kim (2013), indicam uma distribuição não normal das pontuações totais da FAB em ambas as subamostras, e das suas subescalas. Quanto aos restantes testes neuropsicológicos as distribuições foram diversas em termos da normalidade.
Tabela 6
Valores z de Simetria (Si) e de Curtose (Cu) para os Testes Neuropsicológicos (N = 149)
Testes Subescalas Subamostra clínica Subamostra Não-clínica
Si Cu Si Cu
FAB
Total -3,89 1,34 -4,34 0,87
Semelhanças -5,59 3,07 -4,10 0,13
Fluência Lexical -2,30 0,99 -9,37 11,30
Séries Motoras de Luria -4,97 0,96 -12,51 23,19
Instruções Antagónicas -11,36 19,74 -6,60 2,15 Go-no-Go -6,54 5,42 -6,45 4,20 Comportamento de Preensão — — — — MoCA-E Executiva -2,99 0,42 -3,93 2,09 TST-C Tempo Despendido 3,93 1,56 5,42 5,18 # Respostas Corretas -11,37 18,53 -17,85 50,26 # Erros 16,68 45,60 6,70 1,47 TFVF 0.89 -0,67 -0,47 1,27
Nota. Si = Simetria; Cu = Curtose FAB = Bateria de Avaliação Frontal; TST-C = Teste Stroop Torga, prova de nomeação de cor; MoCA-E
Propriedades psicométricas
Consistência Interna. Para avaliar a consistência interna da FAB, calculou-se o alfa de
Cronbach, que revelou um valor de 0,64 para a SAC e de 0,47 para a SANC. Estes valores
indicam uma consistência interna baixa (Pallant, 2011; Peterson, 1994), ainda que, na SAC, a confiabilidade se tenha mostrado moderada em quatro subescalas, com correlações item-total superiores a 0,30 (Tabela 7). O valor de alfa foi calculado com cinco itens, ou seja, sem a subescala Comportamento de Preensão que, por possuir variância zero, foi automaticamente eliminada. Relativamente às Instruções Antagónicas, embora este item não atingisse uma correlação item-total superior a 0,30 (Marôco, 2014), foi mantido nas análises, pois ao eliminá-lo a consistência interna mantinha-se igual.
Tabela 7
Análise de Confiabilidade das Subescalas da Bateria de Avaliação Frontal (N = 149) Grupo Subescalas r item total corrigido Alfa se item excluído
Subamostra clínica (n = 68)
Semelhanças 0,35 0,61
Fluência Lexical 0,49 0,54
Séries Motoras de Luria 0,43 0,57
Instruções Antagónicas 0,26 0,64 Go-no-Go 0,46 0,55 Subamostra não-clínica (n = 81) Semelhanças 0,20 0,45 Fluência Lexical 0,38 0,31
Séries Motoras de Luria 0,33 0,37
Instruções Antagónicas 0,20 0,45
Go-no-Go 0,18 0,48
Nota. r = Correlação.
Consistência temporal. A análise correlacional teste-reteste, através da correlação de
Spearman, revelou-se moderada (r = 0,36) e estatisticamente com tendência à significância (p
= 0,058), com coeficiente de determinação de 12,96%. Na Tabela 8 encontra-se o valor das
correlações bisserial para cada subescala onde se verificam correlações entre moderadas e
Validade convergente. A Tabela 9 apresenta os valores das correlações de Spearman
entre a FAB e o MoCA-E, o total de tempo despendido, número de respostas corretas e número de erros do TST-C e o TFVF. Encontrou-se uma correlação elevada, positiva e estatisticamente significativa (r = 0,58; p < 0,001) entre a FAB-Total e o Moca-E. A correlação também foi elevada, positiva e estatisticamente significativa entre a FAB-Total e o TVFV (r = 0,63; p < 0,001). Correlações entre moderadas e elevadas e estatisticamente significativas também se verificaram entre as subescalas da FAB e os dois instrumentos anteriores. As correlações foram moderadas e estatisticamente significativas entre a FAB-Total e o TST-C (r entre 34 e 35; p < 0,01). Aqui as correlações foram elevadas e estatisticamente significativas apenas entre a subescala Séries Motoras de Luria e o número de respostas corretas/erros (r = 0,51; p < 0,001).
Tabela 9
Correlações de Spearman entre a Bateria de Avaliação Frontal e os Restantes Instrumentos de Avaliação Neuropsicológica (n = 68)
MoCa-E TST-C Tempo TST-C Corretas TST-C Erros TFVF
FAB Total 0,58*** -0,34** 0,35** -0,35** 0,63***
Semelhanças 0,40*** -0,15ns 0,05ns -0,05ns 0,31***
Fluência Lexical 0,58*** -0,33* 0,24ns -0,24ns 0,65***
Séries Motoras de Luria 0,32*** -0,31* 0,51*** -0,51*** 0,35***
Instruções Antagónicas 0,19* -0,13ns 0,22ns -0,22ns 0,13ns
Go-No-Go 0,25** -0,02ns 0,15ns -0,15ns 0,36***
Comportamento de Preensão — — — — —
Nota. MoCA-E = Montereal Cognitive Assessement – subescala executiva; TST-C = Teste de Stroop Torga prova de nomeação de cor; TFVF
= Teste de Fluências Verbais Fonéticas.
* p < 0,05; ** p < 0,01; *** p < 0,001; ns Não significativo.
Tabela 8
Correlações de Spearman para a Análise Teste-reteste nas subescalas da Bateria de Avaliação Frontal na Subamostra Clínica (n = 29)
FAB
Subescalas r
Semelhanças 0,56**
Fluência Lexical 0,50**
Séries Motoras de Luria 0,44*
Instruções Antagónicas 0,10ns
Go-no-Go 0,31ns
Comportamento de Preensão —
Nota. r = correlação; SAC = Subamostra Clínica.
Precisão Diagnóstica e determinação do ponto de corte
Por forma a determinar o ponto de corte da FAB e a precisão desse mesmo ponto de corte em identificar doentes EM com DE daquelas sem DE, procedeu-se à pesquisa da sensibilidade e especificidade através de uma análise ROC.
Primeiramente calculou-se o IFC que revelou a existência de duas pessoas com défice (3,1%) e 62 sem défice cognitivo (96,9%). Apesar destes valores não nos permitirem ter poder estatístico para a análise ROC [número de casos positivos superior a 41 e um número de casos negativos superior a 16 para um poder estatístico de 80% (MedCalc Software Byba, 2019)], procedeu-se à mesma a título preliminar. Os resultados obtidos demonstraram um valor de
AUC de 0,74 (p < 0,01) e um ponto de corte 15,5 (índice de Youden = 0,46) para uma
sensibilidade de 71,5% e especificidade de 75,0%. Através deste ponto de corte observa-se que a média obtida na FAB pelos doentes EM com provável DE foi de 15,00 (DP = 0,00) e a dos doentes EM sem DE foi de 16,10 (DP = 2,15; t = 0,77, p < 0,001).
Capacidade discriminativa
Na Tabela 4 verifica-se que a FAB discriminou de forma estatisticamente significativa a SAC da SANC (t = 1,98; p < 0,05) com um tamanho do efeito pequeno (g = 0,33), ainda que ao nível das subescalas a discriminação aconteça somente na Fluência Lexical (U = 1960,00;
p < 0,001; g = 0,48) e nas Séries Motoras de Luria (U = 2342,00; p < 0,05; g = 0,36), com
tamanhos de efeito pequenos.
Diferenças individuais da FAB em ambas as subamostras
Variáveis sociodemográficas. Posteriormente procedeu-se à comparação das pontuações
da FAB entre os grupos definidos pelas variáveis sociodemográficas através do teste t de
Student para amostras independentes, e da ANOVA. Constatou-se assim que o desempenho da
FAB, na SAC variou somente entre os níveis de escolaridade (F = 5,46; p < 0,001). A média mais baixa registou-se no 1º ciclo (M = 13,50 ± 2,17) e a mais alta na licenciatura (M = 16,89 ± 1,20). Para a SAC, os resultados não variaram em função das categorias de variáveis como o sexo, a idade, a categoria profissional, a situação profissional atual e o espaço geográfico.
Por seu turno, na SANC os resultados da FAB variaram de forma estatisticamente significativa entre as categorias das variáveis idade (F = 7,75; p < 0,001), onde a média mais alta se registou no subgrupo entre 41-50 anos (M = 17,75 ± 0,99) e a mais baixa no subgrupo com mais de 61 anos (M = 14,73 ± 1,85), habilitações literárias (F = 6,53; p < 0,001) onde a
